行政管理支出属于政府支出中的消费性支出部分，主要指政府为完成各项行政任务、维持其正常工作所必需的经费开支，行政管理支出主要包括预算内和预算外的行政管理费支出。 在我国经济经历 30 多年的高速增长的同时， 行政管理费也呈现快速增长：2010 年行政管理费与 1978 年相比增长了约 132 倍，而财政支出与人均 GDP 分别增长了约80 和 78 倍， 行政管理费的增速超过了财政支出和人均 GDP 增速。行政管理费居高不下等问题在一定程度上腐蚀了经济发展的成果，削弱了经济发展的质量。 为此十六大工作报告把“降低行政成本”作为“深化行政体制改革”“推进政治建设和政治体制改革”的重要内容，十六届四中全会把“降低行政成本”作为“改革和完善党的领导方式”的重要举措，继续推行行政体制改革。 党的十八大明确把行政管理体制改革作为进一步深化改革的重要任务之一。
如何控制行政管理支出，形成行为规范、运转协调、公正透明、廉洁高效的行政管理体制，具有重大的理论意义和现实意义。
政府财政支出一般包括政府投资性支出和政府消费性支出，学者们很少直接研究行政管理费和经济增长的相互关系，他们往往从政府消费性支出（行政管理费）入手研究两者的关系。 着名的“瓦格纳法则”认为随着国家职能的扩大和经济的发展就要求保证行使这些国家职能的财政支出不断增加，即经济增长的同时财政支出也会相应提高。 此后学者关于政府支出和经济增长的关系展开争论。
一部分学者认为经济增长与政府消费支出正相关，即认同“瓦格纳法则”，如 Ram（1986）、Rubbinson（1997）等。 另一部分学者则持相反观点，Landau（1986）利用跨国数据研究发现经济增长与政府消费支出比重呈现负相关关系。 也有一部分学者如Devarajan （1996）、Grier 和 Tullock （1989）、Rao（1989）等认为两者是否存在正相关关系主要决定于不同的国情和不同的经济发展水平。 其中Devarajan （1996）通过面板数据分析得出结论：公共消费支出对经济增长影响在发展中国家具有显着的正效应， 在发达国家则表现显着的负效应。 Grier 和 Tullock（1989）发现政府公共消费在非洲和拉丁美洲等国家具有负相关关系，但在亚洲则具有正相关关系。
国内学者大多从定性的角度来研究分析政府管理成本。 如张金融（2011）运用公共管理和财政支出的相关理论，对我国行政成本扩张、结构和收益等现状进行分析， 对行政成本发展趋势做出判断，并提出控制和优化行政成本的路径选择。 孙晓琳（2012）认为行政管理的支出不断增加并不是经济发展的主要原因，反而过于庞大的支出费用会阻碍经济发展。 从定量角度出发研究两者之间的关系， 一般是借鉴国外的研究框架提出自己的看法。
如曹阳（2002）通过实证研究也指出政府的行政成本规模对于经济的增长具有显着的负效应。 金玉国和张伟（2006）运用协整方法和 VAR 模型对中国行政管理成本变动进行分析。 王宏利（2006）认为行政性支出的增长提高了社会消费，因此行政惯例支出对于居民消费产生了挤入效应。 但是政府应该控制行政成本防止造成不必要的浪费，提高行政效率。 江克忠（2010）建立向量自回归模型研究了行政管理支出、 城市化和经济增长的相互关系。
董建新和余钧（2012）采用灰色关联分析法计算了行政成本与其 19 个驱动因素之间的关联度。
总结以上研究发现，目前大多数研究侧重于定性分析，定量分析过少；当从定量研究时，静态研究多于动态研究。 从研究的内容上来看主要从影响行政管理费的某一个方面来考察相互之间的变动关系，很少有学者将经济增长水平、市场化水平和城市化水平综合起来研究对行政管理费的影响。 本文大胆尝试将经济增长水平、市场化水平、城市化水平和行政管理费看作一个系统来考察行政管理费的影响因素。 另外利用动态计量经济学的状态空间方程和卡尔曼滤波来研究经济增长水平、市场化水平、城市化水平对行政管理费影响的变系数参数，从而更加准确地刻画经济增长水平、 市场化水平、城市化水平对行政管理费影响系数的变动轨迹，寻求蕴含在其中内在的变动规律，为我国合理控制行政管理费膨胀， 推动政府体制改革提供一定的借鉴。
一、影响因素与状态空间模型
（一）行政管理费的影响因素分析
中国的经济发展是在改革开放这一制度变革的大环境下进行的，由计划经济向市场经济的转化过程中， 市场自由运转逐渐替代政府计划管制，这一政府角色的转变必然对政府支出的规模和方向以及政府运营成本产生重要的影响。 吴焰（2012）认为 30 多年来我国能够不断实现经济社会发展的重大突破，能够在复杂多变的世界经济环境中持续增长取得举世瞩目的伟大成就，根本原因在于持续推进重要领域与关键环节的改革创新。 因此考虑经济增长对行政管理费的关系必须考虑市场化进程这一政策变量的重要影响。 张雅林、金玉国和张伟（2006）等一致认为市场化水平与行政管理费有内在的联系。
另外，中国经济社会目前最深刻的变化就是中国快速发展的城市化。 城市人口和土地规模的扩张促进投资和消费进而拉动中国经济的快速增长，同时城市人口过度集中膨胀、环境污染等问题也给城市管理带来了极大的挑战。 张永亮和刘峰（2005）、谷荣（2006）等也认为在政府主导的城市化过程中，政府存在“越位”的风险和冲动，特别是很多地方政府将自身当作是城市经营的唯一主体，政府行为广泛地介入到城市资源配置的各个领域，不仅充当城市建设的决策者， 而且充当城市资产的经营者、管理者和协调者。 所以，我国的城市化进程中不论是在制度变迁的安排上，还是城市资源的配置和城市稳定的管理上， 都存在一个职能非常完善、体系非常复杂的政府；同时管理细化是我国行政管理的基本原则；按照公共选择学派的理论，行政管理部门主观上也存在扩张的冲动。
由上述分析可知，行政管理费的高低主要受经济增长水平、市场化水平和城市化水平的影响。 因此有必要将四者综合起来考察行政管理费的影响因素，这对于提高政府工作效率，合理控制过度浪费具有重要的战略意义。 另一方面由于我国处在变革之中，市场化程度也在不断深化，不同时期四个变量之间的关系也许会呈现不同的变化，因此运用计量经济学中的状态空间方程来刻画这 30 多年来的三变量对行政管理费影响因素和变动轨迹更能准确地表达现实。
（二）变量设定
具体的变量设定如下：时间选取区间为 1981—2010 年，数据来自中国统计年鉴。 采用名义数据在计量建模中容易出现“伪回归”，因此必须将其转化成基期可比的实际值。用 GDP 平减指数将行政管理费、经济增长水平、市场化水平转化为基期可比的实际值（基期为 1978 年），如表 1 所示。
1. 行政管理费 XZF：金玉国、张伟（2006）和何翔舟（2007）、郭俊华 （2008）等人都将行政管理费在数值上表示为国家财政主要支出项目中的行政管理费支出和预算外资金分项目收入中的行政事业费支出之和。 本文沿用以上研究选取行政管理费包括国家财政主要支出项目中的行政管理费支出（1978—2006 年）和预算外资金分项目收入中的行政事业费支出之和（2006—2010 年数据来自公共事业支出）。
2. 经济增长水平 GDP：采用国家统计局公布的国内生产总值（GDP）来表示经济增长水平。
3. 市场化水平 SCH：固定资产投资中分为国有资本、外资和自筹资金等。 其中外资和自筹资金代表了市场自由支配的份额，是一种市场化水平高低的象征。 因此本文选择外资和自筹资金规模的大小来表示我国市场化发展程度。
4. 城市化水平 URB： 城市化水平一般指人口的城市化，即用城镇人口比上总人口得出城市化水平。【表1】
为了研究经济增长水平 GDP、市场化改革 SCH和城市化水平 URB 对行政管理费的影响，可以考虑对上述变量取对数，这样不仅可以消除异方差的影响，而且回归模型中的系数表示弹性系数，具有一定的经济意义。 取对数后四个变量分别为行政管理费（LXZF）、经济增长（LGDP）、市场化水平（LSCH）、城市化水平（LURB）。
（三）状态空间模型
由于我国经济改革，各种各样的外界冲击和政策变化等因素的影响， 经济结构正在逐渐发生变化，而用固定参数模型表现不出来这种经济结构的变化，因此可以考虑状态空间模型来研究这种动态的变化。
状态空间模型被用来估计不可观测的时间变量， 利用状态空间模型表示动态系统有两个优点：
第一，状态空间模型将不可观测的变量（状态变量）并入可观测模型并与其一起得到估计结果； 第二，状态空间模型是利用强有力的迭代算法———卡尔曼滤波来估计。 状态空间模型一般有两个部分构成测量方程和状态方程。
设 yt是包含 k 个经济变量的 k×1 维可测向量，这些变量与 m×1 维向量 βt有关，称 βt为状态向量。定义量测方程为【1-3】
式（1）中，zt表示 k×1 向量；xt是 k×m 矩阵；式（2）中假设参数 βt的变动服从 AR（1）模型；ηt是随机扰动项。 式（3）中 εt和 ηt是独立同分布，且服从 0 均值，方差为 σ2和协方差矩阵为 Rt的正态分布。 βt是不可测的状态变量，可以用卡尔曼滤波推导出状态向量的最优值来估计。
当一个模型被表示成状态空间形式就可以对其应用一些重要的算法求解。 这些算法的核心是卡尔曼滤波。 卡尔曼滤波是在时刻 t 基于所有可得到的信息计算状态向量的最理想的递推过程。 卡尔曼滤波的主要作用是：当扰动项和初始状态向量服从正态分布时， 能够通过预测误差分解计算似然函数， 从而可以对模型中的所有未知参数进行估计，并且当新的观测值一旦得到，就可以利用卡尔曼滤波连续地修正状态向量的估计。 这实际上是一个最优递推数据算法。
二、协整方程
（一）平稳性检验
时间序列模型的建立要求序列是平稳序列，但是由于实际应用大多数时间序列都不是平稳序列，通常采用差分的形式消除序列中含有的非平稳趋势，使得序列平稳后再建立模型。 1987 年 Engel 和 Granger 指出，如果时间序列是同阶单整的，那么两个或多个非平稳序列线性组合可以是平稳的， 即存在协整关系。
将这几个时间序列的线性组合有可能存在不随时间变化而变化的性质。这种稳定的线性组合可以用来解释变量之间的长期稳定的均衡关系。
在进行协整检验之前，必须对时间序列进行单位根检验，利用 ADF 检验来判断序列是否是同阶单整， 从而初步判断序列是否存在协整关系。 利用Eviews5.0 进行 ADF 检验结果如表 2 所示。 结果显示行政管理费、GDP、市场化和城市化序列经过一阶差分后通过了平稳性检验，因此四个变量有可能存在协整关系。【表2】
（4 个变量的协整方程为【4】
由上述方程可知：经济增长、城市化水平对行政管理费的弹性为正， 市场化水平对行政管理费的弹性为负。 经济增长水平对行政管理费的弹性系数为 1.348，即经济水平每提高 10%，行政管理费提高 13.48%。 市场化程度每提高 10%，行政管理费下降 4.07%；城市化水平每提高 10%，行政管理费提高16.91%。【表3】
三、状态空间模型构建
1978 年以来，我国改革开放使经济社会发展在国内外的冲击下不断变化。 行政管理费与其他变量的关系也处于动态变化之中，而一般的固定参数模型难以表达这种动态的过程。
因此利用动态计量经济学来考察行政管理费的动态变化更加符合中国的实际。 本文利用状态空间模型构造时变参数模型对四者进行动态分析。
建立如下模型【5-6】
其中，β1t，β2t，β3t分别表示经济增长、制度因素和城市化程度对行政管理费的敏感程度，也就是可变弹性系数。利用卡尔曼滤波算法来估计空间状态方程的变参数，首先得出 β1t，β2t，β3t的最终状态，采用状态方程的递推形式向前预测，得出其变化趋势。如表 4 所示为用 Evews5.0 软件估计出来 β1t，β2t，β3t最终值，结果表明在1%的显着水平下通过了系数显着性检验。【表4】
根据模型（5）和模型（6）进行状态空间模型的估计，得出状态方程 β1t，β2t，β3t的变化趋势。 经济增长、市场化程度和城市化水平对行政管理费的动态弹性变化如图 1 所示。【图1】
四、模型分析
图 1 所示的模型估计结果与模型（4）一致，即经济增长、城市化水平与行政管理费正相关，市场化水平与行政管理费负相关。 主要是由于随着经济的快速发展， 市场交易行为的广度和深度进一步发展，经济体系内部的关系越来越趋于复杂化。
为了保证市场机制的正常发挥， 社会对公共物品的需求随之增加。 这就势必导致行政管理范围的扩大和介入程度的加深， 所以如果不考虑体制转型因素， 经济发展必然导致行政管理成本的增加。 城市化是推动经济增长的主要推动力，大量的农村人口涌入城市， 巨大的需求拉动着经济的飞速发展，同时经济、社会之间的关系协调发展需要政府机构的扩大，管理费用逐步上升。
1. 经济增长对行政管理费的 弹性 1.86 左右 ，保持较高的水平。 不同时期经济增长对行政管理费的弹性也不一样。 第一阶段：1982—1992 年，经济增长对行政管理费的弹性呈现先上升后下降的变化，这主要是改革开放初期，经济的发展刺激了行政管理机构的加大， 行政管理机构进行一些必要的改革， 要配套适应计划经济向市场经济的转型。 其中 1983 年、1985 年和 1989 年经济增长对行政管理费的弹性达到局部最大，尤其是 1989 年在国内外紧张的国际形势下， 国内的生产秩序受到一定的干扰， 西方思潮和大规模的政治运动导致了行政管理费的持续增长；第二阶段：1993—2005年，弹性系数出现先增高后下降的趋势。 1992 年社会主义市场经济制度的确立、 改革开放的全面启动，使得经济增长飞速发展，为了适应经济发展的需要，行政管理部门规模也逐步扩张。 十五大报告提出要“推进机构改革”，认为当时“机构庞大，人员臃肿， 政企不分， 官僚主义严重”， 在这种背景下1998 年新一轮行政体制改革拉开了序幕 ； 第三阶段：2005 年至今，随着改革开放的深入发展，行政管理部门的膨胀和“三公”经费的扩张，使得经济与政府管理的矛盾加剧。 在新形势下减员增效，加强政府行政体制改革成为社会发展的必然，国家开展一系列政治体制改革，创新社会管理，不断探索提高政府效率，经济发展对行政管理费弹性逐渐趋于平稳。
2. 城市化水平对行政管理费的弹性为 1.419 左右，最大值出现在 1992 年，弹性系数达到 3.725，此后弹性系数开始下降到 1995 年的 0.519 4，此后弹性逐渐呈现缓慢上升趋势。 第一阶段：1982—1992年，弹性系数在震荡中上升，主要是由于在改革开放初期我国的城市化道路在探索中前进，政府主导性强，对行政管理费的弹性刺激时大时小，出现不稳定趋势。 由于确定了 5 个经济特区和 14 个沿海开放城市，城市战略意义的转变，计划经济向市场经济的转型使得城市化对行政管理费的弹性系数在 1989—1992 年达到最大；第二阶段：1993—2001年，弹性出现下滑阶段，尤其是 1993—1996 年随着经济体制改革的逐渐平稳，城市化进程对行政管理费的弹性逐渐在下降； 第三阶段：2002 年至今，随着城市化进程的飞速发展，城市化中的问题逐渐暴露出来，比如大城市人口规模膨胀、交通拥堵等所谓的城市病在一定程度上将导致政府管理费用的上升。城市化水平的提高客观上要求政府管理的扩张， 政府行政管理部门主观上也存在扩张冲动，这势必导致行政管理支出占财政总支出比重的膨胀。
3. 市场化水平对行政管理费的弹性为负，平均弹性为-0.796，整体上呈现上升趋势。 这说明市场化水平能够抑制行政管理费的上升。 第一阶 段 ：1982—1992 年 ， 弹性系数呈现先下降后上升的趋势，市场化改革初期，市场化对行政管理费的敏感性比较大，市场化改革的逐步释放，政府管制的权利和成本使得行政管理费比以往年份下降很多；第二阶段：1993—2001 年，弹性系数基本保持在-0.85左右。 改革开放释放的活力，市场经济地位的逐步确立，价格和商品生产由市场这只“看不见的手”来调控而不是由政府包买包办。 因此市场经济地位的确立在一定程度上松绑了政府； 第三阶段：2002 至今，随着市场化改革的深入发展，市场自由化在提高资源配置效率，提高科技进步等方面有一定的带动作用，但是由于市场失灵的存在使得经济和社会涌现出不和谐的音符，环境污染问题、公共物品配置的不协调、贫富差距拉大、经济危机的传染问题等对政府的管理能力和宏观经济决策提出了挑战。
这种正反两方面的作用使得市场化水平对行政管理费的抑制作用逐渐趋于平衡。
五、结论
通过以上分析可以得出以下结论：
1. 经济增 长 、 城市化水平与行政管理费正相关，市场化水平与行政管理费负相关。 说明市场化改革有利于降低行政管理费，其原因在于市场经济的自由贸易使得政府职能和角色需要重新定位和转换，一个国家的市场势力自由贸易越发达，政府在经济中的作用越小，反之亦然。 经济增长与城市化水平的发展在市场化水平不变的情况下刺激了行政管理费的增长。 如果行政管理费持续增长，政府效率难以提高，官员腐败，权力寻租等进一步导致政府公信力的下降，加大政府执政风险。 因此在城市化发展的同时， 要适当控制政府过度消费，提高政府办事效率，建立适当的民众监督机制，转变政府职能，构建服务型政府。
2. 从模型的结果可以看出，不同时期各变量对行政管理费的弹性不同。 例如 1992 年城市化对行政管理费的弹性达到最大，与此同时，经济发展水平对行政管理费的弹性也较小。 主要原因是城市处于改革开放的最前沿，5 个经济特区和 14 个沿海开放城市的确立使得城市管理、城市功能、城市居民生活都发生了巨大的变化，行政管理费在短期内膨胀。 经济增长得益于人口红利和改革红利，自由市场制度的建立这一改革红利的释放促使行政管理费有所下降。
3. 从动态变化趋势来看，2000 年以来三个变量对我国行政管理费的弹性逐渐趋于平稳。 市场化因素对行政管理费的抑制作用在下降，同时城市化对行政管理费的弹性具有上升的趋势。 这说明如果按照当前的发展状态，行政管理费将继续保持较高的上升趋势。
